貨幣需求模型貨幣需求計量的經(jīng)濟模型構(gòu)建

1、貨幣需求模型貨幣需求計量的經(jīng)濟模型構(gòu)建中國人民銀行20XX年8月發(fā)布二季度貨幣政策執(zhí)行報告表示，與20XX年上半年較高的經(jīng)濟增長率10.9%相比，下半年經(jīng)濟增長可望略有放緩，但總體上仍將保持平穩(wěn)較快的發(fā)展勢頭。央行提醒，當前要高度關(guān)注固定資產(chǎn)投資增長過快、貨幣信貸投放過多、國際收支不平衡、能源消耗過多、環(huán)境壓力加大以及潛在通脹壓力上升可能對我國經(jīng)濟帶來的風險。由此央行將合理控制貨幣信貸增長，防止經(jīng)濟增長由偏快轉(zhuǎn)為過熱。而貨幣政策的實施，必須有一個合理的中間目標，近來有關(guān)我國貨幣政策中間目標的選擇問題學術(shù)界進行了激烈的討論。而本文通過對貨幣需求函數(shù)的研究認為，貨幣供應量仍然是我國合理的中介目標。

2、而貨幣政策的有效與否，關(guān)鍵是確立貨幣總量這個中介目標，從而實現(xiàn)最終目標，而聯(lián)系這個中介目標和最終目標的紐帶是貨幣需求函數(shù)，所以確立一個穩(wěn)定、合理和可預測的貨幣需求函數(shù)對于貨幣當局實施有效適度緊縮的貨幣政策具有重要的意義。因此，本文力圖利用現(xiàn)有的金融理論建立我國的貨幣需求函數(shù)，從而為實施適度緊縮的貨幣政策預防可能出現(xiàn)的經(jīng)濟過熱提供政策建議。本文結(jié)構(gòu)如下：首先提出一個貨幣需求函數(shù)模型，然后根據(jù)我國的數(shù)據(jù)，利用最小二乘法對其進行檢驗，通過剔除不顯著變量得到我國的長期貨幣需求函數(shù)，再用協(xié)整檢驗驗證它們之間的長期均衡關(guān)系，以避免最小二乘法所不能解決的偽回歸現(xiàn)象，最后建立既反映長期趨勢又反映短期波動誤差校

3、正模型。模型設(shè)定西方國家對貨幣函數(shù)的研究主要有三大流派，古典貨幣數(shù)量論、凱恩斯流動偏好理論和弗里德曼現(xiàn)代貨幣數(shù)量論。古典貨幣數(shù)量論者費雪提出了現(xiàn)金交易方程式，認為貨幣需求僅為收入的函數(shù)，而以馬歇爾和庇古為代表的劍橋?qū)W派提出的現(xiàn)金余額需求方程雖然與費雪的現(xiàn)金交易方程式相似，但他們解釋他們的方程時，強調(diào)貨幣財富的儲藏功能，并考慮了機會成本，也說明了價格預期對貨幣需求有影響。凱恩斯在現(xiàn)金余額方程的基礎(chǔ)上提出了流動偏好理論，提出了人們持有貨幣的三大動機：預防動機、交易動機和投機動機，前兩者是收入的函數(shù)而后者是利率的函數(shù)?，F(xiàn)代貨幣數(shù)量論的倡導者弗里德曼在那篇著名的貨幣數(shù)量論：一種重新表述中提出如下貨幣需

4、求模型，Md=f(P,rb,re,w,W,u)他雖然引用了費雪的觀點，即貨幣需求僅為收入的函數(shù)，但他的方法更接近凱恩斯和劍橋?qū)W派。在該方程中他雖然引入了很多變量，但是通過對這些變量之間的相互抵消關(guān)系的分析，認為貨幣需求僅為財富的函數(shù)，由于財富難以計量而用持久收入(Yp)代替，所以他的貨幣需求函數(shù)可記為：md=Md/P=f(Yp)。我們在這里建立貨幣需求函數(shù)利用弗里德曼的方法，以弗里德曼初始的貨幣需求函數(shù)為基礎(chǔ)，并考慮到我國的實際情況，建立如下的貨幣需求函數(shù)：Md=f(W,R,R1,P,兀)W為財富，R為貨幣存款利率，R1為其他金融資產(chǎn)的收益率，P為價格水平，兀為預期通貨膨脹率。根據(jù)金融理論有下

5、面的約束條件:Md/W0，M1d/R0，M2d/R0，Md/R1的符號有待于檢驗，因為它既有正的收入效應又有負的替代效應，Md/P0,Md/兀0。在實證分析中考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和可操作性，用國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP代替財富W,利用股票市值SV代替其它金融資產(chǎn)的收益R1,利用價格變動率(即實際的通貨膨脹率)代替預期通貨膨脹率，并用下面彈性分析的對數(shù)形式的經(jīng)濟計量模型：LN(Mt/P尸a0a1LN(GDPt/P)52LN(Rt)53LN(SVt)54LN(a兀t)t(1)Mt/P是實際貨幣余額，GDPt/P是實際收入，Rt是貨幣自身利率，al,a2,a3,a4分別為相應的要估計的彈性，a兀唯得該項始終

6、為正值(否則無數(shù)學意義)，的隨機誤差項。上面的實證形式的貨幣需求函數(shù)是基于以下金融理論：貨幣需求是對實際余額的需求，因此在數(shù)據(jù)處理時，以1993年為基期，將名義量轉(zhuǎn)化為實際量。影響貨幣需求的規(guī)模變量是人們擁有的財富，因而應該使用實際量而非名義量，在以GDP為規(guī)模變量代替財富而進入函數(shù)時，也以1993年為基期，轉(zhuǎn)化為實際GDP。影響貨幣需求的機會成本變量應該是名義利率而非實際利率，因而在利率作為機會成本變量時，采用名義利率。數(shù)據(jù)說明樣本區(qū)間的選擇從1994年開始，根據(jù)中國人民銀行統(tǒng)計季報和證券市場周刊各期可以得到各個層次的貨幣供應量M1、M2,國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP,價格指數(shù)P,股票市值SV和名義利

7、率R(三年期定期存款利率)等數(shù)據(jù)的時間序列值。之所以這樣選擇樣本，是基于以下考慮的。到1993年，我國的貨幣化進程大大提高，經(jīng)濟的貨幣化程度已經(jīng)超過100%，因而制度因素的影響大大減弱，建立模型時，可以將制度因素作為隨機變量，從而使模型簡化。1993年7月，財政部、中國人民銀行頒發(fā)了金融企業(yè)會計制度，因而1994年后各種統(tǒng)計數(shù)據(jù)在口徑上相一致。中國人民銀行從1994年第三季度開始定期公布季度數(shù)據(jù)。對貨幣需求函數(shù)的實證檢驗(一)最小二乘法(OSL)的線性回歸分析檢驗根據(jù)選取的樣本觀測值，運用SPSSa件，分別對(1)式進行線性回歸分析得到M1和M2回歸方程。LN(M1t/P)=3.8570.60

8、3LN(GDPt/P)-(7.211)(7.815)0.132LN(Rt)0.0902LN(SVt)-0.126LN(a兀t)(2-3.142)(3.365)(-0.762)該方程的判定系數(shù)為R2=0.994,而調(diào)整后的判定系數(shù)為R2ADJ=0.993,F統(tǒng)計量為F=310.406,這說明該方程在總體上具有解釋力，而D-W統(tǒng)計量為1.455，說明回歸方程的殘差項不存在序列相關(guān)。但是該方程的通貨膨脹率變量不能通過t檢驗，說明它與其他變量間存在共線性，因而對貨幣需求的影響不顯著。LN(M2t/P)=1.4040.926LN(GDPt/P)-(3.370)(14.011)0.191LN(Rt)0.0

9、62LN(SVt)-0.121LN(a兀t)(3(-5.832)(2.992)(-0.929)該方程的判定系數(shù)為R2=0.995,而調(diào)整后的判定系數(shù)為R2ADJ=0.994,F統(tǒng)計量為F=838.810,這說明該方程在總體上具有解釋力，而D-W統(tǒng)計量為1.455，說明回歸方程的殘差項不存在序列相關(guān)。但是該方程的通貨膨脹率變量不能通過t檢驗，說明它與其他變量間存在共線性，因而對貨幣需求的影響不顯著。在上面的兩個方程中均剔除通貨膨脹率因素，再對方程進行回歸可得到：LN(M1t/P)=3.20XX年.72LN(GDPt/P)-(8.551)(17.621)0.241LN(Rt)0.0584LN(SV

10、t)(4)(-5.760)(2.783)F=1049.36R2=0.994，R2ADJ=0.993，DW=1.368LN(M2t/P)=1.680.996LN(GDPt/P)-(7.153)(36.955)0.255LN(Rt)0.03149LN(SVt)(5)(-9.254)(1.866)F=3457.54R2=0.998，R2ADJ=0.998，DW=1.516兩個方程在統(tǒng)計上都能通過檢驗，并且擬合優(yōu)度很好，說明用實際國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、利率R和股票市值SV對實際貨幣需求有整體的解釋意義。D-W統(tǒng)計量分別為：1.368、1.516可以認為回歸方程殘差項不存在序列相關(guān)，因此方程的參數(shù)值在OS

11、L方法的統(tǒng)計意義上是可置信的。(二)單位根檢驗和協(xié)整檢驗上面的回歸方程都能通過統(tǒng)計檢驗，并且擬合優(yōu)度很好。但是由于時間序列的不平穩(wěn)性，OLS(普通最小二乘法)方法不能避免偽回歸現(xiàn)象，因而必須進行協(xié)整檢驗。這里的單位根檢驗采用Dickey-Fuller檢驗法，首先構(gòu)造統(tǒng)計量F=(N-k)(ESSR-ESSUR)/q(ESSUR)并利用SPSS件分別計算各個變量的有限制回歸方程Yt-Yt-1=a+2入Yt的殘差ESSR以及無限制回歸方程Yt-Yt-1=a+Bt+(-1)Yt-1+2入Yt的殘差ESSUR然后分別計算各個變量的F統(tǒng)計量的值，結(jié)果如下表所示，將F值與臨界值比較，我們在5%的顯著水平下接

12、受原假設(shè)，即LN(M1/P)，LN(M2/P)，LN(GDPt/P)，LN(Rt)，LN(SVt)都是隨機游走(RandomWalk)非平穩(wěn)序列(見表1所示)。對于協(xié)整檢驗有很多種方法，我們這里采用EngleGranger兩步檢驗法：第一步，用OLS方法對長期方程：LN(Mt/P)=a0a1LN(GDPt/P)52LN(Rt)53LN(SVt)t進行估計，得到協(xié)整回歸方程，t=LN(Mt/P)-第二步，對進行ADF檢驗，也就是上述的單位根檢驗方法。得到F值為：F=9.1678.65(8.65為2.5%顯著水平下的臨界值)，因此拒絕原假設(shè)，也就是說，是平穩(wěn)序列。所以，LN(Mt/P),LN(GD

13、Pt/P),LN(Rt),LN(SVt)具有協(xié)整性，因而上面的回歸結(jié)果具有超一致性(SuperConsistency),它們之間具有長期均衡關(guān)系。(三)誤差修正模型(ErrorCorrectionModel，ECM)由于貨幣需求函數(shù)既有長期均衡又有短期波動，為了反應這種短期波動，我們建立如下的誤差修正模型：LN(Mt/P)=a0a1LN(GDPt/P)a2LN(Rt)a3LN(SVt)a4ecmt其中ecmt-1為誤差校正項，ecmt=LN(Mt/P)-(a0a1LN(GDPt/P)民2LN(Rt)民3LN(SVt)上述的誤差校正模型中，差分項反應變量短期波動的影響，因而被解釋變量的波動被分成

14、兩部分：一部分為短期波動，即差分項;另一部分為長期均衡，即誤差校正項。從理論上講，ecm前的系數(shù)a4滿足：-1a40因此，若在(t-1)時刻LN(M/P)大于長期均衡解：a0a1LN(GDP/P)民2LN(R)民3LN(SV)誤差修正項民4ecm為負，使得短期貨幣需求LN(Mt/P)減少;若在(t-1)時刻LN(M/P)小于長期均衡解：a0a1LN(GDP/P)民2LN(R)民3LN(SV)誤差修正項民4ecm為正，使得短期貨幣需求LN(Mt/P)增加，因而系數(shù)a4反應了長期貨幣需求對短期波動的修正幅度。這就是誤差修正模型的優(yōu)點。對上述誤差修正模型進行OLS估計，得出M1和M2的誤差修正方程：

15、LN(M1t/P)=0.08763+0.641LN(GDPt/P)-(5.643)(3.800)0.199LN(Rt)-0.704ecmt-1(6)(-2.691)(-3.448)F=11.54，R2=0.670，R2ADJ=0.612，DW=1.788LN(M2t/P)=0.0*.620LN(GDPt/P)-(4.019)(6.72)0.0892LN(Rt)-0.387ecmt-1(7)(-1.976)(-2.180)F=16.847，R2=0.748，R2ADJ=0.704，DW=1.880在上面的回歸過程中，由于變量LN(SVt)在方程中不顯著，因而被剔除，回歸方程(6)和(7)在統(tǒng)計意

16、義上都能夠通過檢驗。我們看到M1層次的貨幣需求長期對短期的修正幅度達到70%，而M2層次貨幣需求長期對短期的修正達到約40%。結(jié)論及政策建議在回歸方程(2)和(3)中，我們看到通貨膨脹率變量對實際貨幣需求的影響不顯著，我們認為這是由于采用名義利率的緣故。根據(jù)費雪效應，名義利率中包含了通貨膨脹因素，因此通貨膨脹率變量與名義利率之間出現(xiàn)了共線性，因而不能通過t檢驗?；貧w方程(4)和(5)通過了后面的協(xié)整檢驗，這說明我們的模型是有解釋力的。通過這兩個方程，我們看到實際GDP變動1%實際貨幣需求的變動也大約為1%對(M1的需求變動為0.72，對M2的需求變動為0.996)，根據(jù)貨幣流通速度公式V=y/L(L為實際余額需求，y為實際收入水平)，因此貨幣流通速度可以認為是穩(wěn)定的，并且M2的流通速度比M1的流通速度更穩(wěn)定。所以中央銀行的貨幣總量目標應該以M2為標準。通過回歸方程(4)、(5)、(6)、(7)，我們得到影響貨幣需求各經(jīng)濟變量的長短期彈性值(見表2所示)。從表2中我們可以看出，各變量彈性的長期值均大于短期值，這與理論相符合。并且我國M2層次貨幣需求的利率彈性為負值，這說明在我國提高利率將降低對M2層次貨幣的需求。因此，我國央行不適宜通過加息的方式來預防可能出現(xiàn)的經(jīng)濟過熱，而應該通過合理控制貨幣信貸增長的方式，實施適度緊縮的貨幣政策，以防止經(jīng)